臨地実習生の質の確保のための看護系大学共用試験（CBT）の開発的研究 ― CBT 試験問題の作成とそのモニター試験結果の統計的分析を中心にして―
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(2) 聖路加看護大学紀要 No.38 2012.3.. 〔要 旨〕 近年，看護系大学の急増と医療の高度化に伴い，卒業までに取得すべき看護実践能力の評価の重要性が増加し ている。その一環として，臨地実習に入る直前の段階までに看護学生が取得すべき知識・能力を正しく評価して おくことは看護実習の適正化のための急務の課題である。このような状況に鑑み，臨地実習以前に必要とされる 知識・能力の到達度を検証することを目的として，看護学領域から 1,260 の多肢選択式形式の設問を作成し，全 23 大学 730 名の学生に紙筆形式のモニター試験，および 8 大学 220 名の学生に対するコンピュータ試験（CBT： Computer Based Testing）を実施し，そのテスト結果を分析したところ，基礎医学，看護専門科目Ⅰ，Ⅱの合 計点のα信頼性係数は 0.9 以上の高い値となった。さらに CBT 試験と紙筆試験の比較によって，CBT 試験の全 国看護系大学共用試験としての有用性を確認した。. 〔キーワーズ〕 臨地実習，コンピュータ試験，信頼性係数（D 係数），級内相関係数. Ⅰ．はじめに 1992 年の「看護師等の人材確保の促進」に関する法律. 試験が医・歯学部における「共用試験」と呼ばれるも のである。そして修業年限が 6 年間となった薬学部も， 2009 年から薬学部における「共用試験」を開始した。. の制定以降，全国の看護系大学の量的拡大は目覚しく， 2011 年 4 月の時点で 194 校を数え，全看護師養成課程に 占める大学における看護師養成率は 20％に達している。. Ⅱ．研究方法. 一方，少子高齢社会の進展など今日の社会変化は著しく，. １．研究目的. より安全で質の高い医療・看護が求められており，今日，. 全国の看護系大学で臨地実習生の質の確保のために利. 各大学がとり組んでいる看護教育の改革，充実の不断の. 用可能な共用試験（CBT）の開発を行い，将来における. 努力が全大学的規模で行われていく必要がある。. 本格的な導入を見据えた試験の実施のための諸課題を明. 2002 年にまとめられた「看護学教育のあり方に関する. らかにする。. 検討会報告（文部科学省）」においては， 「看護実践能力」 を向上させる最も有効な手段として「臨地実習」はきわ. ２．問題作成の手順. めて重要で，各大学は， 「臨地実習」に臨む学生について，. 現行の医・歯学部の「共用試験（CBT）」を参考に，. 当該実習の到達目標に沿った実習開始前の習得レベルの. 主に知識・能力（認知能力を含む）等を問う「共用試験. 確認，および実習終了後の到達レベルを評価するなど，. （CBT）」のための問題作成にあたり，看護学，および看. 大学としての評価システムを構築すべきであるというこ. 護学関連領域を大きく，①基礎医学領域 6 科目（生理学，. とが述べられている。しかし，現状では臨地実習前の学. 生化学，解剖学，病理学，微生物学，薬理学），②看護. 生のレディネスが必ずしも十分でないことも指摘されて. 専門科目Ⅰ 7 科目（公衆衛生学，基礎看護学，地域看護. おり，加えて，病院などの施設における学生の受け入れ. 学，在宅看護学，看護教育学，看護管理学，生命倫理学） ，. 体制の不十分さ，実習指導者の不足など，臨地実習にお. ③看護専門科目Ⅱ 5 科目（成人看護学，老年看護学，小. ける環境条件の整備を推進することが求められている。. 児看護学，母性看護学，精神看護学）の 3 領域 18 科目. ところで，2000 年 3 月に文部科学省高等教育局の諮問. に分類し，本研究の分担者，研究協力者にテスト項目は. 機関として設置された「医学・歯学のあり方に関する調. 4 肢，または 5 肢の多肢選択方式で，臨地実習を受ける. 査研究者協力会議」は，2001 年 3 月に「21 世紀におけ. 3 年生のうちほぼ 70％の正答を得るような問題の作題を. る医学・歯学教育の改善方策について−学部教育の再構. 依頼した。そして，当該領域の専門家によって作成され. 築のために−」をまとめ，医学・歯学教育のモデル・コ. た問題は他領域の専門家によって問題の適切性，正答が. ア・カリキュラムを提示した。そしてそれに基づいて，. 一通りに定まるかについて入念にチェックされた。なお，. 臨床実習以前の学生の適切な評価システムの構築のため. 上記 18 科目のうち，老年看護学，看護管理学，生命倫理学，. の大学間「共用試験」システムへの参加の意向確認と試. 小児看護学，母性看護学，および基礎看護学に関する出. 験内容，実施方法について検討され，その結果，臨床. 題経緯とその結果については，文献 1）∼ 5）に述べてある。. 実習に必要な知識・能力を測る CBT（Computer Based Testing）と客観的構造化臨床試験（OSCE）が 2005 年. ３．データ収集の方法. 12 月から行われることとなった。なお，この CBT と. 作成された問題はなるべく多数の項目についての情報. OSCE を含めた臨床実習のためのレディネスを測定する. が必要であるが，同一被験者に解答させることは時間的.
(3) 柳井他：臨地実習生の質の確保のための看護系大学共用試験（CBT）の開発的研究 . に無理が生じるため，看護専門科目Ⅰ，看護専門科目Ⅱ. （3）問題を解くのに必要とされる能力（θ、平均 0，分. のそれぞれについては，160 問からなる 3 つのセット（計. 散 1 を仮定）を想定し，θの関数として，それぞれの. 3 × 160 × 2 ＝ 960 問）を精選し，研究分担者が所属す. 設問 xj に正答する条件付確率を，Pj(xj/ θ ) と表現する。. る大学のうち，実施に関して承諾の得られた 23 大学 730. この関数を規定する項目の母数と被験者の能力θを推定. 名の大学生を対象として，モニター試験を実施した。さ. する。Pj(xj/ θ ) としては，j 番目の項目母数を，αj（識. らにこの 23 大学を設置形態（国立，公立，私立），規模，. 別力），bj（困難度）によって定義すれば，被験者 i が項. 地域性を考慮して 3 グル―プに分類した。分類結果は，. 目 xj に正答する確率（Pij= 1）は，. グループ 1（9 大学，266 名），グループ 2（7 大学，220. 3L M D M E M T L
(4) H[S D M T L E M
(5)
(6) 㸦 㸧 （3）. 名） ，グループ 3（7 大学，244 名）であり，それぞれの. によって表される。上記関数によって，各設問の識別力. グループ別に一つずつのセットの問題を解答させた。た. （Item αj と困難度 bj を推定する方法が項目反応理論 9）. だし，これらのグループの問題の難易度，および測定内. Response Theory，IRT と 略 記 ） と 呼 ば れ る も の で，. 容はほぼ等しくなるように配慮し，これらのグループ間. 1960 年代に Lord & Novick8） によって提唱され，1980. の学力差の有無を検証するために，基礎医学問題は 3 グ. 年代以降に実用化されるようになったものである。. ループ共通とした。. 項目反応理論の標準的ソフトウエア BILOG の適用に. この結果に基づき，作成された設問の識別力・困難度. より，紙筆試験によるモニター調査データの結果を 3 グ. を推定し，コンピュータによる「看護系大学共用試験. ループ別に解析し，上記未知母数であるαj（識別力），bj. （CBT） 」を開発し，前述の 23 大学のうち，実施するた. （困難度）を推定する（ただし、BILOG の場合は，αj は. めの機器，施設が整っている大学で実施に関する承諾が 得られた 8 校の看護系大学の 220 名の学生に対してパソ. 非負と仮定される）。 （4）全部で 3 領域 240 項目からなるパソコンによる CBT. コンを用いた「共用試験（CBT）」を実施した。試験問. 試験を 8 大学 220 名の学生に実施し，その結果を分析し，. 題については，聖路加看護大学に設置したサーバーを通. 紙筆試験結果と比較した。さらに，紙筆試験と CBT 試. して，各大学に送信された。なお，今回の研究における. 験の結果を科目別に分析した。. 「共用試験（CBT） 」はコンピュータによる多肢選択形式 のテストを中心とした知識試験（CBT）の部分開発に限 定し，実技試験（OSCE）については今後の課題とする。. Ⅲ．結 果. 倫理的配慮として，モニター試験，CBT 試験への参. １．基本属性. 加は 23 大学の学生の自由意思に基づき行った。なお，. 3 グループ間の受験者数を設置形態別に表 1 に示した。. 本研究は研究倫理審査委員会において承認後（承認番. グループ 3 に公立大学，グループ 1 に私立大学が多. 号 :10-008）に実施した。. い傾向がみられた（自由度 4，カイ二乗値＝ 69.05，p ＝ 0.001）。. ４．分析方法 （1）紙筆試験の調査結果は，グループ 1，2，3 別に，基. 表１ モニター試験（紙筆検査）における受験者構成. 礎医学，看護専門科目Ⅰ，看護専門科目Ⅱの記述統計（平. 大学設置形態 合 計. 均値， 標準偏差， 相関係数）及び D 信頼性係数をもとめる。 （2）設問 1 つあたりの信頼性係数である級内相関係数 6,7）. 国立大学. 公立大学. 私立大学. グループ１ 2 校（43 名）2 校（26 名）5 校（197 名）9 校（266 名）. をもとめる。さら. グループ２ 2 校（45 名）2 校（58 名）3 校（117 名）7 校（220 名）. に看護専門科目Ⅰ，Ⅱに含まれる科目に，平行とみられ. グループ３ 1 校（33 名）3 校（98 名）3 校（113 名）7 校（244 名）. （intraclass correlation coefficient）. る 100 の設問が含まれているとみなし，そのテストの合. 合 計. 5 校（121 名）7 校（182 名）11 校（427 名）23 校（730 名）. 計点の信頼性係数を求める。級内相関係数（U,）は 1 項目，. D 係数はテスト全体の信頼性係数ということになり，テ. ２．領域別試験成績. スト全体の項目数が S のとき，D と r I の間には次の（1）. 表 2 に，3 領域（基礎医学，看護専門科目Ｉ，看護. 式および（2）式が成立する。. 専門科目Ⅱの）別の試験成績の平均値を示した。基礎. U,. D S S
(7) D
(8) 㸦 㸧 ， !D （1）. SU, S
(9) U,
(10) 㸦 㸧 （2）. 医学は，3 グループ別に 74.6，72.4，72.7（全体平均は. （2）式はｐ個の平行となる項目の項目間相関係数が一定. 73.29），平均正答率は 46.6%，45.3%，45.5%，看護専門. 値 U ＝ U, に等しいときの合計点の信頼性係数を示すもの. 科 目 Ⅰ は，3 グ ル ー プ 別 に 104.7，97.3，101.2， 平 均 正. でスピアマンブラウン（Spearman Brown）の公式と呼. 答 率 は 65.4%，60.8%，63.2% で あ っ た。 一 方， 看 護 専. ばれる。 （2）式において，U, ＝ 0.1 のとき，D ＝ S ST
(11). 門科目Ⅱの平均値は 90.5，88.9，91.6，正答率は 56.5%，. となり，D は S の単調増加関数となる。. 56.2%，57.2% であった。したがって，基礎医学の困難度.
(12) 聖路加看護大学紀要 No.38 2012.3. 表２ 3 領域試験科目成績のグループ別基本統計量 大 学 グループ. グループ１. グループ２. グループ３. 科目名. 人数. 平均値（点）. 標準偏差. 最高点. 最低点. 基礎医学. 266. 74.56. 11.60. 111. 31. 看護専門科目Ⅰ. 266. 104.65. 14.07. 130. 28. 看護専門科目Ⅱ. 266. 90.54. 12.67. 120. 28. （Ｉ＋Ⅱ）合計点. 266. 195.19. 24.32. 245. 56. 基礎医学. 220. 72.40. 12.41. 114. 40. 看護専門科目Ⅰ. 220. 97.32(103.20）. 12.16(14.35). 122. 41. 看護専門科目Ⅱ. 220. 88.92(89.04）. 13.41(13.01). 116. 41. （Ｉ＋Ⅱ）合計点. 220. 186.25(192.24). 23.78. 238. 82. 10.85. 基礎医学. 244. 72.70. 看護専門科目Ⅰ. 244. 101.16（103.42） 12.80(13.78). 107. 44. 125. 48. 看護専門科目Ⅱ. 244. 91.62（89.22）. 11.57(12.31). 117. 39. ( Ｉ＋Ⅱ ) 合計点. 244. 192.77(192.64). 22.08. 235. 97. 表３ 3 領域試験科目間相関係数と偏相関係数 グループ 1 基礎医学. 看護専門科目Ⅰ. 看護専門科目Ⅱ. （Ｉ＋Ⅱ）合計点. 全体合計点. 0.522(0.160）. 0.659(0.472). 0.645. 0.827. 看護専門科目Ⅰ. 0.654(0.483). 看護専門科目Ⅱ. 0.919. 0.860. 0.899. 0.894. 総合点（Ⅰ＋Ⅱ） グループ 2 基礎医学. 0.963 看護専門科目Ⅰ. 看護専門科目Ⅱ. （Ｉ＋Ⅱ）合計点. 全体合計点. 0.606(0.261). 0.644(0.372). 0.673. 0.851. 0.729(0.556). 0.922. 0.881. 0.937. 0.906. 看護専門科目Ⅰ 看護専門科目Ⅱ 総合点（Ⅰ＋Ⅱ） グループ 3 基礎医学. 0.962 看護専門科目Ⅰ. 看護専門科目Ⅱ. （Ｉ＋Ⅱ）合計点. 全体合計点. 0.539(0.242). 0.613(0.414). 0.643. 0.824. 0.640(0.466). 0.915. 0.864. 0.895. 0.876. 看護専門科目Ⅰ 看護専門科学Ⅱ 総合点（Ⅰ＋Ⅱ）. 0.960. 表４ グループ別 3 領域 18 科目の主成分分析の結果 グループ. 第 1 主成分固 有 値. 第 1 主成分寄 与 率. 第 2 主成分固 有 値. 第 1,2 主成分累積寄与率. 第 1 主成分負荷量最大値. グループ１. 5.981. 33.27%. 1.863. 44.62%. 0.723. 第 1 主成分負荷量最小値 0.291. グループ２. 6.314. 35.08%. 1.499. 43.40%. 0.734. 0.428. グループ３. 5.565. 30.92%. 1.691. 40.31%. 0.646. 0.348. が最も高く，看護専門科目Ｉが最も低く，看護専門科目. 合計点間の相関係数を示した。全体合計点との相関係数. Ⅱの困難度は，その中間にあることが示された。. が最も高かったのは，すべてのグループにおいて看護専. 看護専門科目Ⅰ，およびⅡについて，グループ 2，3. 門科目Ⅱであり，続いて看護専門科目Ｉ，基礎医学の順. の値をグループ 1 に等化（equating）して得られた平均. であった。また，看護専門科目Ｉと看護専門科目Ⅱの合. 値 ( 修正平均値 ) を表２の括弧（ ）内に示した（等化. 計点（Ⅰ＋Ⅱ）と基礎医学の合計点の間にはグループ別. の方法は Tucker の回帰法 10） による）。等化によって，. にみると，0.5 ∼ 0.6 の相関がみられ，看護専門科目Ｉと. 基礎医学の共通問題では，グループ 1 の平均値がグルー. 看護専門科目Ⅱのうちでは，看護専門科目Ⅱのほうが看. プ 2，3 に比べ高かったため，看護専門科目Ⅰ，Ⅱの修. 護専門科目Ｉより，基礎医学と強い相関がみられた。グ. 正平均値は，グループ 1 の平均値に近い値となった。. ループ別に，基礎医学，看護専門科目Ⅰ，看護専門科目 Ⅱの任意の 2 つの科目から他の 1 つの科目の影響を取り. ３．領域別試験成績の相関係数，偏相関係数. 除いた偏相関係数 （partial correlation coefficient） を求め，. 表 3 に 3 グループ別に，基礎医学，看護専門科目Ⅰ，. その結果をグループごとに表 3 の括弧（ ）内に示した。. 看護専門科目Ⅱ，看護専門科目（Ⅰ＋Ⅱ）合計点，全体. グループ 1 においては，看護専門科目Ⅰと看護専門科.
(13) 柳井他：臨地実習生の質の確保のための看護系大学共用試験（CBT）の開発的研究 . 目Ⅱから基礎医学の影響を除去した偏相関係数は 0.160，. 専門科目Ⅱに比べやや低めとなった。看護専門科目Ⅰと. グループ 2，3 においては 0.261，0.242 とやや小さめの. Ⅱの合計点の信頼性係数は，グループ別に，0.908，0.900，. 値が得られた。このことは，基礎医学の成績は，看護専. 0.890 となった。さらに、3 教科 18 目全体（480 問）の. 門科目Ⅰおよび看護専門科目Ⅱの相関に与える影響が強. 合計点の信頼性係数は 0.921，0.922，0.907 ときわめて高. いことを示すものである。. い値になった。次に各科目別に信頼性係数の値を求めそ の結果を表 6 に示した。. ４．18 の教科科目間の主成分分析 18 の科目成績についてグループごとに主成分分析を. 表６ 基礎医学科目別 信頼性係数（α係数），級内相関係数， 項目数を 100 にしたときの信頼性係数. 行ったところ，表 4 の結果が得られた。3 グループとも. 信頼性係数 1*. 級内相関係数. 信頼性係数 2**. 第 1 主成分の固有値および寄与率もともに大きくすべて. 生理学. 0.324. 0.016. 0.619. の科目の主成分負荷量がプラス 0.3 を超えていた。なお，. 生化学. 0.347. 0.021. 0.682. グループ 1 の場合，主成分負荷量の最も大きかった科目. 解剖学. 0.449. 0.032. 0.767. は，小児看護，つづいて基礎看護学，看護教育学，老年. 病理学. 0.382. 0.020. 0.671. 看護学で，第 2 成分で負荷量の高かった科目は生命倫理. 微生物学. 0.361. 0.022. 0.692. 薬理学. 0.577. 0.052. 0.845. 学，看護管理学であった。. 信頼性係数 1*：α信頼性係数 信頼性係数 2**：項目数 100 にしたときのα信頼性係数. ５．信頼性係数と級内相関係数による分析 3 つのグループ別に計算された看護専門科目Ｉ（計. 最も高い信頼性係数を示した科目は，基礎医学 6 科目. 160 問）の信頼性係数を表 5 に示した。それぞれ，0.871，. の中では薬理学 0.577，続いて解剖学が 0.449 であった。. 0.822，0.843 であった。同様に，表 5 から看護専門科目. 看護専門科目Ｉ・Ⅱの中で，生命倫理学の信頼性係数は. Ⅱ (160 問）の信頼性係数は，それぞれ，0.820，0.834，0.792. 突出して高く，その値はグループ別に，0.944，0.812，0.900. であった。一方，基礎医学（計 160 問 ) は 3 グループ共. であった。看護専門科目Ⅰの中で，生命倫理学に次い. 通の問題であるが，3 グループ別に信頼性係数を求める. で信頼性の高かった科目は看護管理学でその値は 0.784，. と，0.769，0.799，0.736 と看護専門科目Ⅰ，および看護. 0.753，0.641，続いて，看護専門科目Ⅱのうちで信頼性 の高かった科目は母性看護学（0.645，0.660，0.565） ，精 神看護学（0.637，0.545，0.589），信頼性の低い科目は成. 表５ 試験成績の信頼性係数（α係数）. 基礎医学. グループ 1. グループ 2. グループ 3. 人看護学（0.414，0.416，0.407）であった。表 7 に示し. 0.769. 0.799. 0.736. たように，級内相関係数は，生命倫理学，看護管理学を. 看護専門科目Ⅰ. 0.871. 0.822. 0.843. 除く 10 科目のすべてにおいて，0.1 未満と小さめの値と. 看護専門科目Ⅱ. 0.820. 0.834. 0.792. なった。特に，看護専門科目Ⅰの公衆衛生学，基礎看護学、. ( Ｉ＋Ⅱ ) 合計点. 0.908. 0.900. 0.890. 全体合計点. 0.921. 0.922. 0.907. 地域看護学の級内相関係数は低かった。一方，看護専門 科目Ⅱにおいては，成人看護学の級内相関係数が最も低. 表７ 科目別信頼性係数（α係数）級内相関係数、項目数を 100 にしたときの信頼性係数 グループ１ 科目名. 公衆衛生学. グループ２. グループ３. 設問数. 信頼性 係数 1*. 級内相 関係数. 信頼性 係数 2**. 信頼性 係数 1*. 級内相関 係数. 信頼性 係数 2**. 信頼性 係数 1*. 級内相関 係数. 信頼性 係数 2**. 20. 0.204. 0.013. 0.569. 0.350. 0.026. 0.727. 0.202. 0.013. 0.568. 基礎看護学. 35. 0.513. 0.029. 0.749. 0.475. 0.025. 0.719. 0.396. 0.018. 0.647. 地域看護学. 30. 0.510. 0.034. 0.778. 0.298. 0.014. 0.587. 0.367. 0.019. 0.659. 在宅看護学. 25. 0.567. 0.050. 0.840. 0.479. 0.035. 0.784. 0.581. 0.053. 0.848. 看護教育学. 10. 0.480. 0.085. 0.902. 0.449. 0.075. 0.890. 0.432. 0.071. 0.884. 看護管理学. 20. 0.784. 0.154. 0.948. 0.753. 0.132. 0.938. 0.641. 0.082. 0.893. 生命倫理学. 20. 0.944. 0.450. 0.988. 0.812. 0.178. 0.956. 0.900. 0.311. 0.978. 成人看護学. 35. 0.414. 0.020. 0.677. 0.416. 0.020. 0.677. 0.407. 0.019. 0.659. 老年看護学. 30. 0.547. 0.039. 0.802. 0.589. 0.046. 0.826. 0.537. 0.037. 0.793. 小児看護学. 30. 0.544. 0.038. 0.797. 0.578. 0.044. 0.821. 0.458. 0.028. 0.742. 母性看護学. 30. 0.645. 0.057. 0.821. 0.660. 0.061. 0.866. 0.565. 0.041. 0.810. 精神看護学. 35. 0.637. 0.040. 0.834. 0.545. 0.033. 0.733. 0.589. 0.099. 0.916. * 信頼性係数１：α信頼性係数，** 信頼性係数２：項目数 100 にしたときのα信頼性係数.
(14) 聖路加看護大学紀要 No.38 2012.3. く，続いて老年看護学，小児看護学の値も低めであった。 次に，各科目の誤差成分のみが異なる複数個の平行テ ストの項目数を 100 とした場合に到達可能な信頼性係数 の値を（2）式で示したスピアマンブラウンの公式を用 いて計算し，表７に信頼性係数 2 として示した。 級内相関係数の高い生命倫理学は 100 個の平行テスト を加算することによって D 信頼性係数は 0.90 台に到達し た。一方，看護専門科目Ⅱのなかで，級内相関係数で 0.5 ∼ 0.6 台の D 信頼性係数であった老年看護学，小児看護 学，母性看護学，精神看護学は 100 の平行テストを加算 することにより，D 係数は 0.75 台から 0.8 台に増加した。 以上，本研究において作成され，モニター調査として 実施された，基礎医学 160 問，看護専門科目Ⅰ（3 グルー プ別）160 問，看護専門科目Ⅱ 160 問（3 グループ別 160. . 図１− 1 看護専門科目Ⅰ (B1,B2,B3) とⅡ (C1,C2,C3) の 識別度（グループ別）. 問），計 480 の設問の合計点の信頼性係数は 0.9 を超えた。 しかし，科目別の合計点の信頼性係数は，概して低くなっ た。 ６. 項目反応理論による看護専門科目Ⅰ，Ⅱの分析結果 項 目 反 応 理 論 9） に お け る 標 準 的 プ ロ グ ラ ム で あ る BILOG によって，上記未知母数であるαj ( 識別力 )，bj（困 難度）を推定した（ただし、BILOG の場合は，αj は非 負と仮定される）。 図 1-1 に，看護専門科目ⅠとⅡに関するそれぞれ 160 項目についてのグループ別正答率の箱ひげ図を示した。 看護専門科目Ⅰの正答率の中央値は 70％強，看護専門科 目Ⅱの正答率の中央値は 60% 弱となっている。つづいて 図 1-2 に項目反応理論によって計算された困難度（難易 度）の箱ひげ図を示した。中央値はいずれのグループに おいても困難度の低い方向に偏っているが，正答率に比 べ，看護専門科目ⅠとⅡの中央値の差が小さくなってい. . 図１− 2 看護専門科目Ⅰ (B1,B2,B3) とⅡ (C1,C2,C3) の 困難度（グループ別）. る。図 1-3 には，識別力の値を箱ひげ図で示した。看護 専門科目Ⅰの識別力の平均値は 0.792，0.582，0.662，看 護専門科目Ⅱの識別力の平均値は 0.505，0.523，0.507 と 看護専門科目Ⅰの平均値がⅡに比べ高くなっているが， 看護専門科目Ⅰにおいては，特にグループ 1 と 3 におい て，識別力の値が 2 を超える項目が多く，そのため，中 央値は看護専門科目ⅠとⅡでほぼ同一となった。 このようにして計算された識別力と困難度を用い，式 （3）により項目特性曲線を描いた（ページ数の制約によ り，グループ 1 の結果のみ図示した）。図 2-1，図 2-2 は看護専門科目Ⅰの 160 問の項目特性曲線，図 3-1，図 3-2 はグループ１の看護専門科目Ⅱの 160 問の項目特性 曲線を描いたものである。 いずれのグループにおいても，看護専門科目の 140 番 ∼ 160 番の項目特性曲線は識別力が高く，困難度が低い という傾向がみられた。. 図１− 3 看護専門科目Ⅰ (B1,B2,B3) とⅡ (C1,C2,C3) の 正答率（グループ別）.
(15) 柳井他：臨地実習生の質の確保のための看護系大学共用試験（CBT）の開発的研究 0DWUL[3ORWRI,WHP&KDUDFWHULVWLF&XUYHV. 0DWUL[3ORWRI,WHP&KDUDFWHULVWLF&XUYHV . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 図２ー１ 項目特性曲線（看護専門科目Ⅰ，問 1 ∼問 100）. 図３ー１ 項目特性曲線（看護専門科目Ⅱ，問１∼問 100）. 0DWUL[3ORWRI,WHP&KDUDFWHULVWLF&XUYHV 0DWUL[3ORWRI,WHP&KDUDFWHULVWLF&XUYHV . . . . . . . . 図２ー２ 項目特性曲線（看護専門科目Ⅰ，問 101 ∼問 160）. 図３ー２ 項目特性曲線（看護専門科目Ⅱ，問 101 ∼問 160）. ７. パソコンを使用した CBT 試験の分析結果 紙筆形式モニター試験に比べ，コンピュータによる. IV． 考察. CBT 試験問題の困難度は低くなっている傾向がみられ た。実際に， 試験問題数を 80 とした CBT 試験の基礎医学，. １．合計点の信頼性係数. 看護専門科目Ⅰ，Ⅱの平均値はそれぞれ 43.03，58.90，. 信頼性係数とは，合計点の全分散に対する真の得点の. 50.91 となり，この値を 2 倍した 86.0，117.8，102.8 は，. 分散の割合を示すものである。一方， （1 −信頼性）によっ. 表 2 で示したモニター試験（グループ 1）の平均値（74.6,. て定義される非信頼性係数（unreliability）11） は全分散. 104.6, 90.5）を上回っていた。. に対する誤差分散の割合に相当する。したがって，信頼. 上記の結果から，個人ごとに選択される問題が異なる. 性係数が 0.9 であれば，非信頼性係数は 0.1 となり，誤. パソコンによる CBT モニター試験（2010 年 10 月実施）. 差分散の全分散に対する割合は 10％と低めの値となる。. の結果と，紙筆試験によるモニター試験（2009 年 9 ∼. しかし，非信頼性係数が 0.4，0.5，0.6 と増加するにつれ，. 10 月実施）の結果（項目別解答率，項目別年度間相関係. 誤差分散の全分散に対する割合が 40％，50％，60％と増. 数）の間に著しい差はみられなかった。しかし，科目別. 加するので，得られたテスト得点の推定値の信頼区間は. にみると，紙筆試験に比べ，CBT 試験の方が正答率が. 広くなる。. やや高くなる傾向がみられた。例えば，CBT になると. 看護専門科目ⅠとⅡの合計点 ( Ⅰ＋Ⅱ ) の信頼性係数. 正解率が高まる科目には，生命倫理学，公衆衛生学，看. は，グループ別に，0.908，0.900，0.890 となった。さら. 護管理学，薬理学，成人看護学，老年看護学，小児看護. に，3 教科 18 科目全体（480 問）の合計点の信頼性係数. 学があり，正答率に差がみられない科目は生化学，解剖. は 0.921，0.922，0.907 ときわめて高く，十分に実用に耐. 学，生理学，母性看護学，基礎看護学であった。. えうるものであることが判明した。.
(16) 聖路加看護大学紀要 No.38 2012.3. ２. テストの信頼性と内容妥当性をめぐって. 験 TOEFEL で実施されているようなパソコンによる適. 基礎医学 160 問の合計点の信頼性係数は 0.70 台，看護. 応型（Adaptive）試験が開発可能となる。2005 年にわ. 専門科目Ⅰ，Ⅱ 160 問合計点の信頼性係数は 0.80 台であっ. が国で開発された医学系共用試験には項目反応理論が適. たので，これらの 3 領域のうち，1 領域のみのテストを. 用されている 13）が，わが国の看護学の分野においては，. 用いることは信頼性の観点から推奨されない。実際，各. これまで項目反応理論を用いた分析結果は報告されてな. 領域の科目別の信頼性係数は，看護管理学，生命倫理学. い。今後，看護系共用試験の開発に際し，必要となる項. を除くと 0.4 ∼ 0.6 というやや低めの値が得られた。各. 目バンクの設計には項目反応理論の利用が必要不可欠と. 科目の信頼性を高めるには，各項目の主成分分析により，. なることを強調しておく。. 一次元性を確認する必要がある。本研究において，主成 分分析を行うと，多くの科目の主成分寄与率は 10％以 下となった。また，主成分分析によって得られた第 1 主. Ⅴ．結語. 成分負荷量はいくつかの項目でマイナスの負荷量が得ら. 本研究によって 3 領域［基礎医学（160 問），看護専. れ，信頼性係数を低める働きをしていることになる。. 門科目Ⅰ（480 問，160 問×３セット），看護専門科目Ⅱ. しかし，テストの測定理論の立場からは，信頼性をあ. （480 問，160 問× 3 セット）］計 1,120 の設問を作成し，. げることにより，テスト内容の幅を狭めいわゆる内容妥. それらを 3 つのグループに分け 23 大学 730 名の学生に. 当性を低めるという通信理論の言葉で帯域幅と忠実度の. 紙質検査によるモニター調査を実施した。さらにそのう. ジレンマ. 12）. に陥る危険性がある。モニター調査のグルー. ち 240 問を選んで 8 大学 220 名にパソコンによる CBT. プ 1 のデータに含まれる成人看護の 35 項目について主. 試験を実施した。その主要結果は次の通りであった。. 成分分析すると，第 1，2，3 の固有値は 2.153，1.743，. ①基礎医学，看護専門科目Ⅰ，Ⅱの計 480 問を合計得点. 1.654 となり，3 因子が推定された。この結果をプロマッ. の D 信頼性係数は，3 つのグループのそれぞれにおい. クス回転したところ，第 1 因子：肝炎関連，第 2 因子：. て 0.921，0.922，0.907 と高い値が得られた。なお，こ. SLE，メニエール病患者および糖尿病入院患者の生活指. れらの合計点には，看護専門科目Ⅰの方が看護専門科. 導など，第 3 因子：透析患者の合併症，血糖値・インシュ. 目Ⅱに比べ強い影響を与えていた。. リン，検査全般に関する記述，と 3 つの異なる因子が抽. ②基礎医学，看護専門科目Ⅰ，看護専門科目Ⅱの各科目. 出された。成人看護学は，7 ∼ 8 冊のテキストからなる. の合計点の信頼性係数は 0.7 ∼ 0.8 と全体の合計点に. 広範囲な分野であるため，多因子化したものと推測され. 比べるとやや低めになる。さらに，科目別に信頼性係. る。このように，内容的に 3 つの異なる因子に包含され. 数を求めると，生命倫理学が 0.8 ∼ 0.9 で高めの信頼. る成人看護の設問を 1 つの科目にまとめることの適切性. 性係数が示されたが，他の科目の信頼性係数は 0.2 ∼ 0.7. については，今後検討の余地があろう。同様の傾向は，. と低い値を示した。. 看護専門科目Ⅱにおいて信頼性の低い小児看護学や老年. ③ D 信頼性係数は科目に含まれる設問数の増加に伴い増. 看護学についてもあてはまる。しかし，看護専門科目Ⅰ. 加する傾向がみられるので，1 問あたりの信頼性とみ. に含まれる生命倫理学，看護管理学については，D 信頼. なされる級内相関係数をもとめ，テスト全体が，十分. 性係数，および主成分分析によって得られる第１主成分. に大きな信頼性係数を得るために必要となる項目数を. の寄与率が高く，1 次元性が強い科目といえる。. スピアマンブラウンの式を用いて検討した。 ④基礎医学，看護専門科目Ⅰ，Ⅱの各項目について，項. 3. 項目反応理論による項目選択の有効性. 目反応理論による分析を BILOG を用いて行った。そ. II. 研究方法の 4. 分析方法で示した（2）式によって描. の結果，看護専門科目ⅠおよびⅡに含まれる各項目の. かれる項目特性曲線（図 2，3）が右よりの設問ほど困. 識別力の中央値は 0.5 程度であったが，看護専門科目. 難度が高く，また，曲線の勾配が大きな項目ほど，識別. ⅠにはⅡに比べ識別力が高い項目が含まれることがわ. 力が高い項目といわれる。さらに，設問全体の情報量曲. かった。さらに，項目特性曲線の図から，看護専門科. 線を求めることにより，与えられた項目がどの程度の能. 目Ⅰの問題番号 141 から 160（主に，生命倫理学，看. 力群の被験者をより識別するかについての情報を得るこ. 護管理学の設問）の項目は，識別力が高く困難度が低. とができる。頁数の制約により本稿で情報量曲線の記述. いことが読み取れる。. は省いたが，看護専門科目Ⅰ，Ⅱの各項目は，比較的低. ⑤各科目から困難度がほぼ等しくなるようなセットを作. い能力群の被験者を識別し，基礎医学は，能力の低い群. 成しパソコンによる CBT 試験を実施したところ，一. から高い群にわたって広い能力層を識別する問題が含ま. 見不公平にみえる CBT 試験と紙筆試験の成績に関し. れていた。. ては，著しい差がみられないことが確認されたが，そ. こういう結果を用いることによって，米国の語学試. の詳細についての検討は今後の課題としたい。.
(17) 柳井他：臨地実習生の質の確保のための看護系大学共用試験（CBT）の開発的研究 . ⑥本研究で開発した CBT 試験が全国の看護系大学で. 験問題の開発，柳井晴夫編：平成 20 ∼ 22 年度「臨. a CBT 試験問題の作成 利用されるようになるには，○. 地実習生の質の確保のための看護系大学共用試験. b CBT 試験の妥当性および信頼性に関するさら 法，○. （CBT）の開発的研究」科学研究費基盤研究 A 総合. c CBT 試験の各大学のカ なる情報の蓄積，および，○. リキュラムにおける導入法，についての検討が急務の 課題である。. 報告書．107―109． 4）片岡弥恵子，森明子． （2011）．臨地実習前看護共用 試験問題−母性看護−に関する出題の経緯とその結 果，110―111． 柳 井 晴 夫 編： 平 成 20 ∼ 22 年 度「 臨. 本稿は平成 20 年 4 月−平成 22 年度科学研究費補助金. 地実習生の質の確保のための看護系大学共用試験. の援助をうけた基盤研究 A「臨地実習生の質の確保のた. （CBT）の開発的研究」科学研究費基盤研究 A 総合. めの看護系大学共用試験（CBT）開発研究」の研究成果. 報告書．91―94．. の一部である。ここに，研究分担者と連携研究者を加え. 5）安ケ平伸江，大久保暢子，小山眞理子，志自岐康. て 32 名（平成 20 年度），57 名（平成 21 年度），56 名（平. 子． （2011）．臨地実習前看護系共用試験問題―基礎. 成 22 年度）の共同研究者の先生方に，限りない感謝の. 看護領域―の開発，柳井晴夫編：平成 20 ∼ 22 年度. 意を表する。. 「臨地実習生の質の確保のための看護系大学共用試験. なお，本稿の執筆者の役割は以下の通りである。. （CBT）の開発的研究」科学研究費基盤研究 A 総合. （1）執筆（柳井晴夫），（2）モニター試験問題の作成，. 報告書．91―94．. 老年看護学（亀井智子），在宅看護学（亀井智子），看護 教育学（松谷美和子），看護管理学（奥裕美，井部俊子， 菅田勝也） ，地域看護学（麻原きよみ），小児看護学（及 川郁子） ，基礎看護学（大久保暢子） ，母性看護学（片岡 弥恵子，森明子） ，精神保健看護学（萱間真美，島津明人）， 生命倫理学（鶴若麻里，吉田千文），成人看護学（林直子）， 公衆衛生学（西川浩昭，佐伯圭一郎），薬理学（小口江. 6）Shrout P.E.，Fleiss,JL．（1979）．Intraclass Correlations． Uses in assessing rater reliability. Psychological Bulletin, 86, 420―428. 7）繫桝算男，柳井晴夫，森敏昭． （2008）． Q110：信頼 性係数と級内相関係数．Q ＆ A で知る統計データ解析 （第 2 版）. 東京 : サイエンス社 , 2008, 222―224. 8）Lord, M. & Novick, M．（1968）．Statistical Theories. 美子） ， （3）データ分析（伊藤圭，佐伯圭一郎，西川浩昭，. of Mental Test, Reading MA: Addison & Wesley: 1―. 柳井晴夫）. 576． 9）村木英治． （2011）．シリーズ行動計量の科学 8 項目. 引用文献. 反応理論．日本行動計量学会．東京 : 朝倉書店 , 1―. 1）亀井智子．（2011）．老年看護に関する出題の経緯と. 142.. その結果，柳井晴夫編：平成 20 ∼ 22 年度「臨地実習. 10）前川眞一．（1999）．第Ⅱ部 3．得点調整の方法．. 生の質の確保のための看護系大学共用試験（CBT）の. 柳井晴夫，前川眞一．大学入試データの解析―理論と. 開発的研究」科学研究費基盤研究 A 総合報告書．91―. 応用（初版）．京都 : 現代数学社 , 1999, 88―109．. 94. 2）奥裕美，井部俊子，鶴若麻里，吉田知文 .（2011）. 臨床実習場面の行動に関する問題―（看護管理学，倫. 11）水野欽司，野嶋栄一郎．（1979）．人間科学の統計学 ７ テストの信頼性と妥当性． E.G．カーマイン，R．A． ツエラー著．東京 : 朝倉書店 , 1―102.. 理学問題）の検討．柳井晴夫編：平成 20 ∼ 22 年度. 12）Cronbach, L.J．（1984）．Essentials of Psychological. 「臨地実習生の質の確保のための看護系大学共用試験. Testing, 4th ED. New York: Harper and Row. 1―726.. （CBT）の開発的研究」科学研究費基盤研究 A 総合. 13）仁田善雄，前川眞一他．（2008）．項目反応理論を用. 報告書．103―106． 3）小泉麗，及川郁子． （2011）．臨地実習前看護共用試. いた第 1 回共用試験医学系 CBT の統計解析． 医学教育． 36（1）．3―16..
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